Eine interessante Studie dazu, wem man eher bereit ist einen Schaden zuzufügen:
Scientific and organizational interventions often involve trade-offs whereby they benefit some but entail costs to others (i.e., instrumental harm; IH). We hypothesized that the gender of the persons incurring those costs would influence intervention endorsement, such that people would more readily support interventions inflicting IH onto men than onto women. We also hypothesized that women would exhibit greater asymmetries in their acceptance of IH to men versus women. Three experimental studies (two pre-registered) tested these hypotheses. Studies 1 and 2 granted support for these predictions using a variety of interventions and contexts. Study 3 tested a possible boundary condition of these asymmetries using contexts in which women have traditionally been expected to sacrifice more than men: caring for infants, children, the elderly, and the ill. Even in these traditionally female contexts, participants still more readily accepted IH to men than women. Findings indicate people (especially women) are less willing to accept instrumental harm befalling women (vs. men). We discuss the theoretical and practical implications and limitations of our findings.
Quelle: Worth the Risk? Greater Acceptance of Instrumental Harm Befalling Men than Women
Und noch kurz einmal den Anfang mit deepl übersetzt:
Wissenschaftliche und organisatorische Interventionen sind oft mit Kompromissen verbunden, die für einige von Vorteil sind, für andere aber Kosten verursachen (d. h. instrumenteller Schaden). Wir stellten die Hypothese auf, dass das Geschlecht der Personen, die diese Kosten zu tragen haben, die Befürwortung von Interventionen beeinflussen würde, so dass Menschen Interventionen, die Männern Schaden zufügen, eher befürworten würden als solche, die Frauen schaden.
Es geht also nicht um körperlichen Schaden, sondern eher um Kosten im weiteren Sinne.
Wir stellten auch die Hypothese auf, dass Frauen größere Asymmetrien in ihrer Akzeptanz von IH bei Männern gegenüber Frauen aufweisen würden. Diese Hypothesen wurden in drei experimentellen Studien (zwei davon vorregistriert) getestet. In den Studien 1 und 2 wurden diese Vorhersagen unter Verwendung einer Vielzahl von Interventionen und Kontexten bestätigt. Studie 3 testete eine mögliche Randbedingung dieser Asymmetrien anhand von Kontexten, in denen von Frauen traditionell mehr Opfer erwartet werden als von Männern: die Pflege von Säuglingen, Kindern, älteren Menschen und Kranken. Selbst in diesen traditionell weiblichen Kontexten akzeptierten die Teilnehmer IH gegenüber Männern bereitwilliger als gegenüber Frauen. Die Ergebnisse deuten darauf hin, dass Menschen (insbesondere Frauen) weniger bereit sind, instrumentellen Schaden zu akzeptieren, der Frauen (im Vergleich zu Männern) widerfährt. Wir erörtern die theoretischen und praktischen Implikationen und Grenzen unserer Ergebnisse.
Die Ergebnisse des ersten Tests:
Wie man sieht haben insbesondere die weiblichen Teilnehmer die Studie in Kauf genommene Kosten für Frauen ganz besonders niedrig angesetzt, die der Männer etwas höher als die männlichen Teilnehmer
Aus der Besprechung:
Studie 1 bestätigte Hypothese 1, indem sie zeigte, dass die Teilnehmer deutlich eher bereit waren, IH zu akzeptieren, wenn Männer den instrumentellen Schaden erlitten, als wenn dies bei Frauen der Fall war. In der Tat waren die Teilnehmer eher bereit, Männer die negativen externen Effekte der Intervention tragen zu lassen, obwohl sie die negativen Kosten für Männer und Frauen als gleichermaßen schädlich empfanden. Wichtig ist, dass diese Effekte vom Geschlecht der Teilnehmer abhingen. Weibliche Teilnehmer bewerteten ein nützliches Programm zur Verringerung toxischer Verhaltensweisen am Arbeitsplatz als akzeptabler, wenn das Programm IH bei Männern und nicht bei Frauen verursachte, während männliche Teilnehmer keine derartige Verzerrung zeigten (was Hypothese 2 unterstützt). Studie 1 war jedoch nicht frei von Nachteilen. Obwohl das Szenario allgemeine Fälle von Misshandlung beschrieb, die nichts mit sexueller Belästigung zu tun hatten, könnte der organisatorische Kontext dennoch Assoziationen mit sehr verbreiteten und hervorstechenden aktuellen Themen (z. B. #MeToo) hervorgerufen haben. Dieser besondere Organisationskontext könnte dazu beigetragen haben, dass die weiblichen Teilnehmer eine geringere Toleranz gegenüber IH gegenüber Frauen aufbrachten (die vermutlich häufiger Ziel von sexueller Belästigung am Arbeitsplatz sind). In Studie 2 wurde daher versucht, diese Ergebnisse mit einer breiteren Palette von Kontexten zu wiederholen.
Zu Studie 2:
Five scenarios covered a range of domains relevant to both men and women: chronic pain management, education, nutrition, psychological well-being, and sexually transmitted infections. All participants evaluated all five vignettes in randomized order. Within each scenario, we experimentally manipulated the gender of the group experiencing benefits versus harms. Thus, participants were randomly assigned to a gender condition separately for each of the five intervention scenarios. This design allowed us to assess both within-person and between-person variance in instrumental harm acceptance as a function of recipient gender, enhancing sensitivity to detect hypothesized effects. Such a design also helped ensure effects were not limited to a singular narrow context, such as in Study 1.
Also allgemeinere Sachen, die keine besondere Gefahr für Frauen darstellen.
Supporting Hypothesis 1, the gender manipulation significantly predicted endorsement for the interventions, b = -0.36, SE = 0.09, t(232) = − 4.12, p < 0.001, r = 0.26. Participants more strongly supported interventions that helped women at the cost of men than vice versa.
A secondary model examined whether participant gender (dummy coded at Level 2) moderated the gender manipulation to test Hypothesis 2. Participant gender significantly interacted with the gender manipulation, b = 0.40, SE = 0.17, t(229) = 2.43, p = .016, r = .16. Female participants significantly preferred treatments benefiting women at the cost of men, b = -0.54, SE = 0.11, t(229) = − 4.79, p < .001, r = .30, whereas male participants did not show a significant gender bias in their treatment support, b = -0.14, SE = 0.13, t(229) = − 1.07, p = .287, r = .07. In line with Study 1’s results, Hypothesis 2 was again supported.
The main effect of the condition remained virtually unchanged controlling for participants’ endorsement of sacrificial harm in non-gendered contexts at the Level 2 intercept, b = − 0.36, SE = 0.09, t(232) = − 4.12, p < .001, r = .26. Likewise, this main effect of condition remained significant after accounting for participants’ baseline sacrificial harm endorsement, egalitarianism, and feminist identification simultaneously at the Level 2 intercept, b = − 0.36, SE = 0.09, t(232) = − 4.12, p < .001, r = .26.
Und Nummer 3:
Participants evaluated five scenarios describing the efficacy of various interventions in stereotypically female contexts (e.g., nursing) benefiting the recipient group (e.g., children and the elderly), but carrying costs to the caregivers (see Appendix Table 1). Within each scenario, the gender of the harmed individuals was experimentally manipulated. Thus, participants were randomly assigned to a gender condition separately for each intervention scenario. Participants evaluated all five scenarios in randomized order. Thus, like Study 2, Study 3 employed a mixed between- and within-subjects design with an array of interventions and contexts.
Und aus den Ergebnissen:
To account for participants’ repeated responses to the five vignettes, we again constructed two-level hierarchical models. Participants’ repeated IH acceptance composite scores were regressed onto an IH target gender dummy code (0 = women harmed, 1 = men harmed) at Level 1. In support for Hypothesis 1, we found a significant main effect of the harmed targets’ gender, b = 0.25, SE = 0.07, t(897) = 3.76, p < .001, r = .12, such that participants more strongly endorsed interventions inflicting IH onto men than women. This effect held when accounting for how many male- or female-harming interventions participants evaluated (i.e., entering total gender condition at Level 2’s intercept), b = 0.28, SE = 0.07, t(891) = 3.93, p < .001, r = .13. To examine whether participant gender moderated this effect, we entered a participant gender dummy code into Level 2. However, participant gender did not significantly moderate the main effect, b = 0.08, SE = 0.15, t(892) = 0.55, p = .580, indicating both male and female participants more readily supported programs inflicting instrumental harm onto men than women. In Study 3, Hypothesis 2 was not supported.
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